Efectos de la regulación bursátil sobre la eficiencia de los mercados de valores. Comparación entre España y Reino Unido.

Efectos de la regulación bursátil

sobre la efi ciencia de los mercados

de valores. Comparación entre España

y Reino Unido

The impact of the stock market

regulation on the level of market

effi ciency. Comparison between

Spain and UK

Esther B. del Brío

_.

Alberto de Miguel.

José E. Tobar

_.

RESUMEN Este trabajo presenta el primer estudio comparado sobre la rentabilidad obtenida por los directivos en sus operaciones con acciones propias en dos mercados de valores caracterizados por marcos legales diferentes: España y Reino Unido. Analiza si las diferencias en el grado de regulación y coerción del «abuso de mercado» producen diferencias en el grado de efi ciencia del mercado. Esto permitirá expresarnos sobre el grado de efectividad de los denominados close periods o periodos de censura implantados en Reino Unido o sobre el mayor rigor en el cumplimiento de los plazos fi jados por ley para el anuncio público de las operaciones de directivos. Los resultados evidencian que las mayores restricciones establecidas en el Reino Unido no impiden que los directivos obtengan renta-bilidades anormales, detectadas por igual en ambos países, pero sí contribuyen positivamente sobre la transparencia del mercado y la correcta formación de precios al favorecer la forma semi-fuerte de efi ciencia.

PALABRAS CLAVE Abuso de mercado; Rentabilidades anormales; Close periods; Regulación; Reino Unido, España.

ABSTRACT This paper investigates the profi tability obtained by corporate insiders in their trading on their own fi rms’ shares in two European stock markets, characterised by different legal environ-ments, such as UK and Spain. It allows us to examine if differences in regulation and enforcement on market abuse drive to differences in market effi ciency. It also allows to calibrating the usefulness of close periods, set in UK stock markets and adopted timidly by some Spanish fi rms recently. We also draw conclusions regarding the enforcement on the deadlines set to insiders to report their tran-sactions. We uncover that insiders in both countries obtained abnormal returns, although a higher market reaction is detected in UK markets in the post-event period. Thus, the tighter regulation of UK markets does not prevent insiders from profi ting with their trading, but helps improving

* Autor de correspondencia: Esther B. Del Brio. Departamento de Administración y Economía de la Empresa. Universidad de Salamanca. 37007 Salamanca. Tel.: 923 294640. Correo: [email protected].

** Agradecemos la fi nanciación obtenida a través de los proyectos SEJ2007-65789 (Ministerio de Educación y Ciencia), Proyecto SA069A08 (Junta de Castilla y León) y del Grupo de Excelencia de Investigación GR144 (Junta de Castilla y León). Agradecemos los comentarios de Michael Tyndale (Corporate Dealers) y Adriana Korcak así como a los asistentes a los seminarios presentados en las Universidades de Alicante, Rey Juan Carlos, Bristol y Luxemburgo.

ket transparency and a rapid and correct asset pricing, thus enhancing semi-strong form market effi ciency.

KEYWORDS Market Abuse; Abnormal returns; Close periods; Regulation; UK; Spain.

1. INTRODUCCIÓN

El estudio de la rentabilidad de las operaciones de los insiders corporativos es un tema de enorme relevancia por sus implicaciones científi cas (sobre la efi ciencia del mercado) y políticas (efectividad de la regulación del insider trading), tal y como se hace constar en Clacher, Hillier y Lhaopadchan (2009). Su relación con la efi ciencia de los mercados es básica dado que su estudio es vital para conocer el proceso por el cual la información privada llega a los mercados y es absorbida por los precios. Desde el punto de vista de la regulación, se observa una aceptación generalizada entre los diferentes Estados de que la regulación del insider trading es necesaria. Así Bhattacharya y Daouk (2002) observan un mayor interés del regulador por controlar las operaciones de insiders en la década de los noventa, de tal forma que a fi nales de esa década, de los 22 países considerados desarro-llados, todos tenían regulación de insider trading y de los 81 países emergentes cuatro de cada cinco también la tenían. Adicionalmente, Bettis, Coles y Lemmon (2000) señalan que en muchos casos el control de las operaciones de los directivos es aún más estrecho gracias a los controles establecidos desde el interior de la propia empresa, como se demuestra en el hecho de que el 92% de las empresas cotizadas estadounidenses cuenten con políticas internas restrictivas del insider trading incluidas, por lo general, en sus códigos de buen gobierno.

La necesidad de una regulación más estricta se desprende fácilmente de la mayor parte de los trabajos empíricos sobre la rentabilidad de las transacciones a mercado abier-to realizadas por los directivos empresariales, pues mayoritariamente se observa que obtienen rentabilidades superiores a la media del mercado, contraviniendo pues la hi-pótesis fuerte de efi ciencia de los mercados y poniendo en entredicho la efi ciencia de la regulación bursátil [Del Brio, Miguel y Perote (2002); Del Brio y Miguel (2010) para España y Lakonishok y Lee (2001); Hillier y Marshall (2002); Fidrmuc et al. (2006); Jeng, Metrick y Zeckhauser (2002), y Ke, Hubbard and Petroni (2003), para países como Reino Unido y EE.UU.].

A pesar de que la evidencia en contra del cumplimiento de la hipótesis fuerte de efi ciencia en la mayor parte de los países contrastados pone en entredicho la efi cacia de estas leyes, no se debe olvidar que ni el grado de restricción ni la coerción o el grado de cumplimiento de la Ley (enforcement) exigido desde las instituciones es el mismo en todos los países. En este sentido, dentro del espacio europeo ha existido, incluso antes de la promulgación de la Directiva 6 de 2003 (1) _{, una cierta armonización en relación al espíritu y los contenidos}

de la regulación del insider trading entre los distintos cuerpos jurídicos.

(1) La Directiva del Parlamento y el Consejo de la Unión Europea, Directiva 6 del 2003, «Sobre las operaciones con información privilegiada y la manipulación del mercado (abuso del mercado)», recientemente aplicada a nuestra normativa nacional, tiene como fi nalidad adecuar la regulación fi nanciera comunitaria a las necesidades actuales, como paso previo a su integración.

A pesar de ello, existe un país que se distingue del resto no tanto por las diferencias en la legislación nacional, como por la autorregulación marcada por los códigos éticos o de buen gobierno del propio mercado de valores. Este es el caso del Reino Unido, donde la

London Stock Exchange (en adelante LSE) estableció en 1977 dentro de su regulación

in-terna el denominado Model Code, código que corresponde al Capítulo 16 de la Normativa de Cotización de la LSE. Este código aplica una serie de restricciones mucho más severas que las encontradas en la normativa española, la europea o incluso que en la regulación estadounidense, tal y como resaltan Hillier y Marshall (1999).

El presente trabajo trata de discernir cuál es la efi ciencia de la regulación sobre el uso de información privilegiada analizando el impacto de distintos marcos reguladores sobre la efi ciencia de los mercados de valores. Habiendo, pues, identifi cado una diferencia im-portante en el espíritu regulador entre el Reino Unido y la mayor parte de los mercados desarrollados, el presente trabajo se plantea abordar de forma paralela el estudio de la rentabilidad de las operaciones de insiders corporativos y la reacción del Mercado entre la LSE y el Mercado Continuo Español (en adelante, MC), a fi n de conocer las diferencias en términos de rentabilidad anormal que se producen como consecuencia de las diferencias reguladoras.

De esta forma, como principal novedad y aportación de nuestra investigación, realizamos el primer contraste existente en la literatura fi nanciera que compara los efectos de la re-gulación del insider trading en paralelo en dos mercados diferentes mediante el cálculo de la rentabilidad anormal obtenida por los insiders de uno y otro mercado en el mismo periodo temporal y con exactamente la misma metodología de análisis. Para ello, hemos seleccionado estos dos mercados, el español y el británico, que, a pesar de encontrarse subsumidos en un mismo marco jurídico como es el de la Unión Europea, aún mantienen diferencias signifi cativas.

En el mercado británico, el marco legal que regula el insider trading viene dado por la

Financial Services Authotity 1986 (FSA), la Financial Services and Markets Act 2000

(FS-MA) y la 1985 Companies Act, en tanto que para el caso español la regulación base está recogida en la Ley 24 de 1988, conocida como la Ley del Mercado de Valores, en la que se realizaron algunas modifi caciones a raíz de la entrada en vigor de la Ley 44/2002, de 22 de noviembre de Reforma del Sistema Financiero y la Directiva 6 del 2003 «sobre las opera-ciones con información privilegiada y la manipulación del mercado (Abuso del Mercado)». La Circular 2/2007, de 19 de diciembre de 2007, sobre nuevos modelos de participaciones signifi cativas ha irrumpido con algunas mejoras importantes en benefi cio de la mayor transparencia de las operaciones de directivos, al obligar a los consejeros y accionistas con un 3% del capital a comunicar sus operaciones y reduciendo el plazo de comunicación a 4 días (cinco para los directivos), más en línea con la regulación anglosajona.

Sin embargo, las principales diferencias en materia normativa no se derivan de estas le-yes sino de la regulación que a título particular establece la LSE a través del denominado

Model Code. El propósito del Model Code es asegurar que directivos, ciertos empleados y

personas relacionadas con la empresa no abusan de la información privada relevante que poseen, restringiendo su inversión en acciones de la propia empresa en periodos previos a la comunicación de los anuncios de resultados. No introduce en este sentido la categoría

de gran accionista que, en todo caso, representaría accionistas con un 5% de capital de la empresa. Para ello, impone periodos de censura (close periods) a los directivos de las em-presas cotizadas durante los cuales no pueden negociar con títulos de su propia empresa. Estos periodos de prohibición se extienden hasta los dos meses previos a la publicación de los resultados anuales y resultados semestrales y hasta un mes antes de la publicación de los resultados trimestrales. Por lo que se puede concluir que estos directivos no pueden negociar en valores de su propia empresa durante un periodo total de al menos seis meses al año.

Además los insiders británicos deben estar incluidos en una lista elaborada por su propia empresa («Listing Rules», FSA Handbook, July 2006, pp. 131-2; «Disclosure Rules», FSA

Handbook, July 2006, p. 13) debiéndose cumplir la obligación de solicitar permiso para

ne-gociar con títulos propios (clearance to deal) bien al presidente o al directivo designado por la empresa con este fi n. La ley confi ere hasta cinco días laborales para que el presidente emita el permiso y a partir de ahí el directivo tiene dos días hábiles para negociar («Listing Rules», FSA Handbook, July 2006, p. 134). Conforme a lo estipulado en el Model Code, un directivo no obtendrá nunca permiso para negociar durante los close periods salvo que se justifi que que no se posee información privada relevante y se trate de operaciones de venta realizadas por presiones fi scales o fi nancieras que no se puedan cubrir si no es mediante la venta de títulos («Listing Rules», FSA Handbook, July 2006, p. 134). En el mercado espa-ñol, sin embargo, los directivos empresariales no tienen este tipo de restricción, salvo que las empresas lo marquen voluntariamente, y es difícil conocer la extensión de esta práctica en la empresa española.

Otra diferencia importante en la regulación radica en la defi nición de insiders empleada en ambos mercados y que es más amplia para España, ya que el Model Code no incluye como insiders a los grandes accionistas, mientras que en España todo accionista que po-sea una participación signifi cativa está obligado también a comunicar sus operaciones a la CNMV. Situación similar a la española es la de EE.UU., si bien en EE.UU. la obligación se aplica a aquellos accionistas que posean una participación signifi cativa superior al 10% del Capital Social, porcentaje muy superior al caso español. Hasta la entrada en vigor de la Circular 2/2007 de 19 de diciembre de 2007 sobre nuevos modelos de participaciones signifi cativas, una participación se ha considerado signifi cativa cuando superaba el 5% del capital. La nueva circular ha modifi cado sensiblemente los modelos de comunicación de participaciones y ha aumentado la exigencia de la comunicación de las operaciones a todos los accionistas que posean una participación igual o superior al 3% del capital.

Por último y como diferencia básica podemos resaltar que los plazos para comunicar las operaciones de insiders en el Reino Unido es a más tardar el quinto día posterior a la realización de la operación, mientras que en España el plazo máximo hasta la publicación de la Circular 2/2007 arriba mencionada era de siete días. A pesar de que la diferencia en materia de plazos no parece ser muy relevante, sí lo es cuando nos referimos a su cum-plimiento, pues mientras que en el mercado británico el periodo medio de retraso entre la fecha de la operación y su respectiva comunicación es inferior a tres días, para los insiders de la empresas españolas representa una media de 34 días (dato similar al obtenido para el periodo 1992-1996 en Del Brío, Miguel y Perote, 2002).

Los resultados del trabajo indican que los insiders de ambos países obtienen retornos anormales el día del evento, y esta rentabilidad anormal perdura durante los días si-guientes para el Reino Unido. Los resultados evidencian que los directivos de ambos países obtienen rentabilidades superiores, si bien se detecta una reacción mucho mayor en el mercado británico por parte de los outsiders en las fechas inmediatamente poste-riores a las operaciones de compra de los insiders. En términos de la efi cacia reguladora, parece que las mayores restricciones establecidas en el Reino Unido no impiden que los directivos obtengan rentabilidades anormales, pero sí contribuyen a preservar la efi cien-cia semifuerte de los mercados. No obstante, parece ser el cumplimiento de los plazos de comunicación de las operaciones de insiders, más que el establecimiento de los periodos de censura, el elemento diferenciador en las rentabilidades obtenidas por directivos en ambos países.

Igualmente se detecta una mayor reacción del mercado alrededor de las operaciones de compra en cualquiera de los dos mercados, lo cual es consistente con la hipótesis de mayor contenido informativo de estas operaciones frente a las de ventas, resultado consistente con los obtenidos para la mayor parte de los países analizados.

El resto del trabajo se estructura de la siguiente forma: la Sección 2 describe las caracterís-ticas de la muestra y la metodología utilizada; la Sección 3 analiza los resultados empíricos y la Sección 4 recoge las principales conclusiones.

2. MUESTRA Y METODOLOGÍA

2.1. CARACTERÍSTICASDELA MUESTRA

La LSE para el Reino Unido, al igual que la CNMV para España, requiere a los directivos de las empresas cotizadas que informen sobre las operaciones realizadas con valores de su propia empresa. A partir de estas comunicaciones ambas entidades crean las bases de da-tos de comunicaciones de directivos empleadas en este trabajo y que han sido suministra-das, para el periodo 1999 a 2003, por la empresa Directors Deals Ltd. y por la CNMV para Reino Unido y España, respectivamente. Otras fuentes de datos utilizadas fueron la base de datos Datastream, de donde se obtuvieron datos de precios diarios de cierre de cotización de las empresas cotizadas en la LSE y MC, y las páginas web de la LSE y la CNMV, de donde se obtuvieron los hechos signifi cativos necesarios para aislar el evento de interés.

La base de datos original para Reino Unido contaba con 31.661 operaciones de directi-vos. Estas operaciones corresponden a un total de 5.849 empresas, con un promedio de 5,41 operaciones por empresa clasifi cadas en doce tipos de operación, siendo las más re-presentativas las compras, con 16.270 transacciones (51,39%), seguidas por el ejercicio de opciones con 4.367 transacciones (13,79%), las ventas con 4.217 transacciones (13,32%), las acciones entregadas a los directores como parte de esquemas de incentivos, con 2.312 operaciones (7,30%) y fi nalmente las ventas debidas al ejercicio de opciones (sales post

exercise) con 2.154 transacciones (6,80%). En cuanto a la base de datos inicial de

operacio-nes de insiders de España, cuenta con 29.401 operaciooperacio-nes correspondientes a 3.882 em-presas, con un promedio de 7,57 operaciones por empresa.

Teniendo en cuenta la disponibilidad de datos para España (en el que el nivel de desglose de las operaciones es menor que para el Reino Unido) el presente trabajo sólo analizará operaciones de compra y venta; igualmente siguiendo la literatura previa excluimos las operaciones de insiders relacionadas con el sector fi nanciero, debido a que las caracterís-ticas especifi cas de este tipo de empresas respecto a su estructura y al fl ujo de información modifi can el comportamiento transaccional del insider, tal como indican Slovin, Sushka y Poloncheck (1991).

En cuanto al periodo muestral, debemos señalar que como consecuencia de la implan-tación de los códigos de buen gobierno en gran parte de nuestras empresas, podemos encontrar casos de autorregulación del insider trading que establecen controles internos superiores a los marcados por la Ley. Si a esto unimos los cambios generados tras la entra-da en vigor de la Ley 44/2002, de 22 de noviembre, de Reforma del Sistema Financiero, del Real Decreto 1.333/2005, de 11 de noviembre de 2005, pero sobre todo, tras la aplicación del Real Decreto 364/2007, de 16 de marzo de 2007, de Desarrollo de la Directiva, 6 del 2003 «sobre las operaciones con información privilegiada y la manipulación del mercado (Abuso del Mercado)», hemos preferido seleccionar para el presente trabajo un periodo anterior, en el que controlemos que las empresas españolas no estaban adoptando vo-luntariamente fórmulas de este tipo. De esta manera esperamos contar con un escenario neutral que nos permita calibrar la efi cacia de regulaciones más estrictas, como es el caso del Model Code. Por esa razón nuestro estudio se sitúa en el periodo comprendido entre enero de 1999 y diciembre de 2003.

TABLA 1

DISTRIBUCIÓNDELASOPERACIONESDELAMUESTRAPARA REINO UNIDOY ESPAÑAENTRE 1999 Y 2003

España Reino Unido

Empresas en la muestra 95 661

Número de transacciones 380 2.942

Número de compras 254 2.258

Número de ventas 126 684

Por último y como consecuencia de fi ltros adicionales requeridos en la metodología a utili-zar y que se refl ejan en la siguiente sección, las muestras defi nitivas utilizadas para ambos países son las que se muestran en la Tabla 1. En total 2.942 operaciones para Reino Unido, de las cuales 2.258 son operaciones de compra y 684 son operaciones de venta, corres-pondiente a un total de 661 empresas. La muestra fi nal para España está compuesta por 380 operaciones, de las cuales 254 son operaciones de compra y el resto operaciones de venta, correspondientes a un total de 95 empresas.

2.2. METODOLOGÍA

Para calcular la rentabilidad anormal de los insiders en sus operaciones de mercado abier-to con acciones propias, aplicamos la meabier-todología de evenabier-tos, considerando como evenabier-to de estudio cada operación individual realizada por los insiders español o británico, según

la muestra de estudio. Utilizamos datos diarios y consideramos como fecha del evento la fecha de la operación de cada insider refl ejada por el propio insider en su comunicación de participaciones signifi cativas a la CNMV o a la LSE. El periodo del evento seleccionado consiste en el intervalo (-10,+10) (2)_{. De esta forma buscamos contrastar la capacidad del}

insider de anticipar los cambios en los precios de los títulos de su propia empresa, tomando una ventana anterior, pero también vemos la reacción post-evento al seleccionar una ven-tana posterior. La hipótesis de partida en el estudio de eventos, como es habitual, consiste en que la rentabilidad de las operaciones de insiders en el día de la operación (día cero) y en los días cercanos al evento no es signifi cativamente diferente de cero.

Como periodo de estimación se seleccionó el periodo (-90,-15), a fi n de aislar el evento de interés de otros eventos que puedan afectar de manera sustancial el precio de la cotiza-ción, eliminamos aquellas operaciones que en el intervalo (-3,+3) coincidían con hechos signifi cativos que según la literatura tienen un impacto en el precio, como son emisiones de capital, anuncios de benefi cios y dividendos, adquisiciones, alianzas estratégicas y ofertas públicas de adquisición. De esta forma tratamos de tener certeza de que la rentabilidad obtenida por el insider obedece a su ventaja informativa y no a otra serie de factores. También controlamos que no se produjeran solapamientos de eventos (operaciones de

insider trading en días consecutivos durante los 115 días que comprenden los periodos de

estimación y predicción), por lo que se eliminaron de la muestra aquellas operaciones de

insiders que no tengan un intervalo mínimo entre una y otra de 115 días para que no se

acumulase el efecto de ambas. De la misma manera, para evitar el efecto del thin trading o negociación asíncrona se eliminaron las observaciones que no tuvieran al menos el 50% de días de cotización en los periodos de estimación y predicción.

Siguiendo la práctica habitual en los estudios de insider trading, para la agregación de los retornos anormales de operaciones de compra como de ventas, multiplicamos los retornos de las ventas de las operaciones de insiders por -1, metodología que ha sido empleada por diversos autores como Jaffe (1974), Rozeff y Zaman (1988), Seyhun (1988) y Lin y Howe (1990), entre otros.

Para el cálculo de retornos anormales en vez de utilizar el modelo de mercado tradicio-nal, consideramos una versión modifi cada del mismo en la que se ajusta la estructura de volatilidad condicional de la serie de precios mediante un modelo de heterocedasticidad condicional (3) _{en línea con las recomendaciones realizadas para el caso español por León y}

Mora (1999), Gómez Sala (2001), Del Brio et al. (2003) o Sabater y Gutiérrez-Hita (2008) y Aktas, de Bodt y Cousin (2007), McKenzie, Thomsen y Dixon (2004) para otros mercados. Este modelo, recogido en la Ecuación 1, permite a la varianza variar en el tiempo a fi n

(2) Se elige un periodo post-evento relativamente corto tras hacer un análisis previo con el periodo (0,+60) equivalente al utilizado en Del Brio, Miguel y Perote (2002), si bien al no detectar ningún indicio de rentabilidad anormal en ese periodo, se optó por un periodo más corto, acorde con las exigencias de la metodología de eventos y la hipótesis de efi ciencia de los mercados.

(3) Agradecemos a un evaluador anónimo su sugerencia sobre la necesidad de ajustar nuestros datos a la elevada vo-latilidad del periodo considerado, razón por la cual procedimos al uso de modelos de varianza condicional autorregresiva. No consideramos sin embargo adecuado para este estudio el uso de betas mensuales (recomendables para estudios de eventos a largo plazo) salvo que el periodo de estimación fuese extremadamente largo, lo que llevaría a contraponernos a los principios básicos de Masulis (1980).

de captar mejor cualquier innovación que en nuestro caso se traduce en cualquier nueva información que llegue al mercado y que lógicamente afectará al riesgo asimétrico del mercado (Miralles et al., 2007),

R_it = α_i + β_iR_mt + ε_it (1)

donde R_it es el logaritmo de los retornos de la empresa i en el día t, y R_mt son los retornos del mercado sobre el día t utilizando como proxy el índice del mercado Ibex 35 y FTSE All

Shares para España y Reino Unido respectivamente; α_i, β_i son los parámetros del modelo de mercado estimados mediante máxima verosimilitud y ε_it es una variable aleatoria que se distribuye condicionalmente como una N(0,σ2

it), donde sigue un proceso ARCH(1) como

el refl ejado en la Ecuación 2.

σ2

it = γ0i + γ1iu 2

it-1; γji≥ 0, ∀j = 0,1 and γ1i < 1 (2)

La estimación de este modelo elimina las potenciales defi ciencias del modelo de mercado al describir el comportamiento estocástico de los retornos de los activos

Por su parte, los retornos anormales diarios, AR_it, son calculados para cada día del periodo de evento (-10,+10), restando de los retornos normales los retornos actuales, conforme a la ecuación AR_it = R_it – (α_i + β_i R_mt) (3) A fi n de garantizar la validez de los resultados y analizar la sensibilidad del modelo a la metodología utilizada, calculamos también los retornos anormales estandarizados (SAR), siguiendo la propuesta de Dodd y Warner (1983), de forma que se corrija el efecto del peso excesivo de las operaciones grandes sobre los resultados del contraste de hipótesis. De hecho, para dicho contraste, utilizamos igualmente dos tests estadísticos, el portfolio test o test de la cartera (Brown y Warner, 1980) y el estadístico estandarizado (W-test) de Dodd y Warner (1983), también utilizado en Azofra y Vallelado (1994). De igual forma utiliza-mos el Estadístico t__CAR para el análisis de sensibilidad de los retornos anormales medios acumulados de los diferentes intervalos a contrastar, así como el Estadístico Z medio de Dodd y Warner, también para retornos acumulados. Todos los tests fueron modifi cados consecuentemente para recoger la Estructura ARCH adoptada en el modelo de mercado incorporando la varianza condicional estimada para cada periodo. Por ello nos referire-mos a ellos como el t_ajustado, W_ajustado y así sucesivamente.

3. RESULTADOS

EMPÍRICOS

3.1. RETORNOSANORMALESPARALAMUESTRAGLOBAL (COMPRASYVENTASAGREGADAS)

TABLA 2

MERCADOESPAÑOL. RETORNOSANORMALESYRETORNOSANORMALESESTANDARIZADOS YTESTDESIGNIFICACIÓNPARATODALAMUESTRA (COMPRASYVENTASCONJUNTAMENTE)

La Tabla 2 recoge los resultados del contraste de la Hipótesis de retornos anormales asociados a las operaciones de compra distintos de cero en los distintos días del evento seleccionados para el mercado español. La primera colum-na recoge los distintos días del periodo del evento, la segunda columcolum-na los retornos anormales medios calculados a partir del modelo de mercado ajustado por un ARCH(1); en la tercera columna se ofrece el t_ajustado o test de la cartera ajustado, la cuarta columna corresponde al W-test de Dodd y Warner (1983) ajustado. NT representa el número de observaciones para cada día de la muestra.

ESPAÑA

Día Mar t_ajustado W_ajustado NT

-10 -0,35% -2,27 -1,87 198

-9 -0,27% -1,89 -1,81 219

-8 -0,07% -0,53 -0,63 297

-7 -0,13% -1,23 -0,87 358

-6 0,11% 0,88 1,05 294

-5 -0,09% -0,71 -0,31 224

-4 -0,14% -0,97 -0,82 205

-3 -0,19% -1,23 -0,78 202

-2 -0,26% -1,85 -1,26 213

-1 0,39% 3,14 1,48 293

0 0,23% 2,11 1,72 380

1 0,06% 0,50 -1,24 299

2 -0,01% -0,07 -0,47 223

3 -0,10% -0,63 0,16 206

4 -0,06% -0,40 -0,87 203

5 0,01% 0,05 -0,42 213

6 -0,16% -1,24 -0,57 300

7 0,06% 0,52 0,48 360

8 -0,22% -1,76 -2,18 304

9 -0,15% -1,11 -1,51 219

TABLA 3

MERCADOBRITÁNICO. RETORNOSANORMALESYRETORNOSANORMALESESTANDARIZADOS YTESTDESIGNIFICACIÓNPARATODALAMUESTRA (COMPRASYVENTASCONJUNTAMENTE)

La Tabla 3 recoge los resultados del contraste de la Hipótesis de retornos anormales asociados a las operaciones de compra distintos de cero en los distintos días del evento seleccionados para el mercado británico. La primera columna recoge los distintos días del periodo del evento, la segunda columna los retornos anormales medios calcu-lados a partir del modelo de mercado ajustado por un ARCH(1); en la tercera columna se ofrece el t_ajustado o test de la cartera ajustado, la cuarta columna corresponde al W-test de Dodd y Warner (1983) ajustado. NT representa el número de observaciones para cada día de la muestra.

REINO UNIDO

Día Mar t_ajustado W_ajustado NT

-10 -0,29% -3,37 -3,80 1.497

-9 -0,37% -3,75 -5,38 1.634

-8 -0,06% -0,79 -2,94 2.213

-7 -0,17% -2,28 -5,10 2.639

-6 -0,05% -0,66 -2,14 2.111

-5 -0,16% -1,69 -3,04 1.524

-4 -0,27% -3,12 -6,17 1.468

-3 -0,42% -4,51 -8,08 1.559

-2 -0,10% -1,04 -2,64 1.678

-1 -0,35% -4,78 -8,64 2.290

0 0,54% 8,22 6,64 2.942

1 1,11% 14,10 14,99 2.238

2 0,41% 4,30 4,86 1.555

3 0,58% 6,26 5,16 1.543

4 0,51% 5,32 4,13 1.553

5 0,40% 4,07 2,09 1.635

6 0,39% 4,90 4,76 2.273

7 0,27% 3,77 3,56 2.677

8 0,11% 1,38 1,68 2.129

9 0,27% 2,78 1,98 1.518

10 0,44% 4,77 3,16 1.488

Los resultados del contraste para los mercados español y británico se recogen en las Ta-blas 2 y 3, respectivamente. Como puede observarse, se detectan retornos anormales en el día cero para las operaciones de insiders de España cuando usamos el estadístico t

ajusta-do a un nivel de signifi cación del 1% (t _ajustaajusta-do = 2,11). Para el Reino Uniajusta-do se detectan

(t_ajustado = 8,22 y W_ajustado = 6,64). Igualmente, para el mercado español se encuentra también rentabilidad anormal negativa y signifi cativa en el día -10, normalmente asociada al comportamiento contrario de los insiders, resultado que, no obstante, no es corroborado por el W_ajustado.

Para el Reino Unido se detectan además retornos anormales negativos y signifi cativos para la mayor parte de los días anteriores al día del evento, y positivos y signifi cativos para la fecha del evento y para el resto del periodo post-evento, resultado que corrobora la evi-dencia de Friederich, Gregory, Matatko y Tonks (2002) y que se explica desde la teoría del comportamiento contrario de las operaciones de insiders (venden antes de que los precios bajen y compran antes de que los precios suban).

En cuanto al análisis de los retornos acumulados, las conclusiones coinciden con el aná-lisis de los retornos anormales medios. La Tabla 4 ofrece los resultados del contraste de signifi cación de los retornos anormales acumulados medios (CAR y SCAR, respectivamente para los estadísticos t_{_CAR} y Z ajustados) para distintos intervalos. Para España los SCAR son signifi cativos para los intervalos (-1,+1), (-1,0) y (0, +1) al 1% de signifi cación, resultados que reafi rman la rentabilidad anormal asociada a estas transacciones que se observan con los datos no acumulados. Para Reino Unido, se detectan SCARs signifi cativos al 1% para todos los intervalos considerados.

Debemos señalar que aunque los resultados refl ejados en este estudio no parecen indicar que los resultados sean sensibles al modelo de generación de retornos utilizado, lo cierto es que el uso del modelo de mercado sin ajustar por heterocedasticidad condicional refl ejaba resultados algo diferentes, lo que refuerza la necesidad de controlar adecuadamente el riesgo en periodos de alta volatilidad.

TABLA 4

TESTDESIGNIFICACIÓNT-TESTY W-TESTPARAINTERVALOSDEINTERÉS DELOSRETORNOSANORMALESMEDIOSACUMULADOS (TODALA MUESTRA)

La Tabla muestra el estadístico t_{_CAR} ajustado de los retornos anormales medios acumulados (CAR) para los interva-los de interés y el estadístico Z ajustado de interva-los retornos anormales medios acumulados estandarizados (SCAR). El Panel A ofrece los datos para el mercado español y el Panel B para el Mercado británico.

INTERVALO

PANEL A.ESPAÑA PANEL B. REINO UNIDO

t_CAR Z t_CAR Z

(-1,+1) 3,30 2,89 13,14 10,92

(-10,0) -0,45 0,27 -5,35 -14,41

(0,+10) 0,27 0,58 22,78 23,05

(-1,0) 3,59 3,70 4,48 0,93

(0,+1) 1,98 2,21 18,51 18,19

(-5+5) 1,06 1,16 11,76 6,85

A pesar de que la obtención de retornos anormales por parte de los insiders es evidente en ambos mercados, lo cierto es que se observan mayores cambios en el comportamiento de los precios alrededor de las operaciones de los insiders británicos que de los españoles, como se pone de manifi esto en la reacción en cadena que se da en el mercado a partir de la fecha del evento. Situación muy distinta se observa en el mercado español, donde no se produce ninguna reacción inmediata en el periodo post-evento y cuando se produce (ya en el día +8 y solo para el W_ajustado), ésta es negativa. Esta situación parece implicar que el mercado español no recibe a tiempo la información privada positiva derivada de las operaciones directivas, de forma que cuando llega la información, ésta carece de valor y se traduce en rentabilidades negativas. De hecho para España, los CARs no son signifi cativos para el periodo post-evento -intervalo (0, +10)- con ninguno de los tests considerados y sí lo son para el mercado británico.

La reacción post-evento es, por tanto, la que marca la diferencia entre los mercados espa-ñol y británico. La diferencia en la reacción podría estar justifi cada por la rapidez con que los insiders británicos comunican sus operaciones a la LSE, en un plazo medio inferior al máximo permitido de cinco días, mientras que en el mercado español, el retraso medio en la comunicación es de 34 días. Esto permitiría una mayor reacción de los outsiders britá-nicos frente a los españoles. Dado que el plazo ofi cial de publicación en España es de siete días y la reacción se produce en el día +8, cabría pensar que esta reacción se produce como consecuencia de la llegada al mercado de la información sobre las operaciones directivas. Pero lo cierto es que el número de casos de cumplimiento en el plazo de siete días es menor al 20% y el efecto del tamaño está corregido ya con el test estandarizado ajustado, por lo que no cabe centrarse en esta explicación.

Ante esta evidencia podemos concluir que a nivel global (es decir, considerando tanto las operaciones de compras como las ventas), los insiders de ambos mercados son capaces de anticiparse a los movimientos del mercado, lo cual nos permite manifestarnos en contra de la hipótesis del mercado en su forma fuerte, corroborando resultados previos tanto pa-ra el mercado español (Del Brio et al., 2002) como papa-ra el británico (Friederich, Gregory, Matatko y Tonks, 2002).

3.2. RETORNOSANORMALESPORTIPODEOPERACIÓN

Para una mayor comprensión del comportamiento transaccional de los insiders corpora-tivos dividimos la muestra de acuerdo al tipo de operación. De tal forma en una segunda etapa evaluamos el contenido informativo de las operaciones de compra y venta de forma separada.

Las Tablas 5 y 6 muestran los retornos anormales para las operaciones de compra para cada día del evento para ambos países. Para el caso español (Tabla 5) ambos estadísticos identifi can retornos anormales a un nivel de signifi cación del 1% para los días 0 y -1. Para el Reino Unido (Tabla 6), se observa un comportamiento similar al de la muestra global ya que ambos estadísticos detectan retornos anormales a un nivel de signifi cación del 1% para los días 0 y +1, atribuibles a las operaciones de insider trading. Pero de nuevo encon-tramos la reacción tradicional detectada para el mercado británico como consecuencia del

comportamiento contrario de los insiders y que se representa en forma de una cadena de rentabilidades anormales negativas en el periodo pre-evento y positivas, pero inferiores a las del día 0 y +1, en el periodo post-evento. Consideramos que es la rápida comunicación de la operación de los directivos la que permite que la información llegue al mercado con mayor rapidez y se puedan obtener rentabilidades superiores a la media por parte de los

outsiders.

TABLA 5

MERCADOESPAÑOL. RETORNOSANORMALESYRETORNOSANORMALESESTANDARIZADOS YTESTDESIGNIFICACIÓNPARAOPERACIONESDECOMPRA

La Tabla 5 recoge los resultados del contraste de la hipótesis de retornos anormales asociados a las operaciones de compra distintos de cero en los distintos días del evento seleccionados para el mercado español. La primera colum-na de cada panel recoge los distintos días del periodo del evento, la segunda columcolum-na los retornos anormales medios calculados a partir del modelo de mercado ajustado por un ARCH(1); en la tercera columna se ofrece el t_ajustado o test de la cartera ajustado, la cuarta columna corresponde al W-test de Dodd y Warner (1983) ajustado. NT repre-senta el número de observaciones para cada día de la muestra.

DÍA MAR t_ajustado W_ajustado NT

-10 -0,35% -1,82 -1,19 132

-9 -0,39% -2,21 -2,30 141

-8 -0,01% -0,09 0,02 195

-7 -0,03% -0,22 -0,33 233

-6 0,09% 0,66 0,42 202

-5 -0,14% -1,00 -0,90 153

-4 -0,12% -0,78 -0,41 136

-3 -0,22% -1,17 -0,41 138

-2 -0,17% -0,94 -0,97 140

-1 0,62% 4,29 1,83 192

0 0,34% 2,60 2,01 254

1 -0,10% -0,70 -1,63 202

2 -0,04% -0,24 -0,36 151

3 0,00% 0,03 0,08 138

4 -0,23% -1,20 -1,39 139

5 -0,14% -0,73 -0,36 142

6 -0,37% -2,46 -2,02 197

7 0,07% 0,52 0,88 240

8 -0,16% -1,14 -1,37 209

9 -0,27% -1,78 -1,41 148

TABLA 6

MERCADOBRITÁNICO. RETORNOSANORMALESYRETORNOSANORMALESESTANDARIZADOS YTESTDESIGNIFICACIÓNPARAOPERACIONESDECOMPRA

La Tabla 5 recoge los resultados del contraste de la Hipótesis de retornos anormales asociados a las operaciones de compra distintos de cero en los distintos días del evento seleccionados para el mercado español. La primera columna de cada panel recoge los distintos días del periodo del evento, la segunda columna los retornos anormales medios calculados a partir del modelo de mercado ajustado por un ARCH(1); en la tercera columna se ofrece el

t_ajustado o test de la cartera ajustado, la cuarta columna corresponde al W-test de Dodd y Warner (1983) ajustado. NT representa el número de observaciones para cada día de la muestra.

DÍA MAR t W NT

-10 -0,28% -2,77 -3,69 1.138

-9 -0,47% -4,09 -5,35 1.248

-8 -0,02% -0,25 -1,79 1.682

-7 -0,21% -2,50 -5,39 2.010

-6 -0,02% -0,21 -2,12 1.636

-5 -0,13% -1,18 -3,30 1.168

-4 -0,35% -3,72 -6,81 1.124

-3 -0,41% -3,86 -7,18 1.189

-2 -0,17% -1,61 -3,40 1.280

-1 -0,37% -4,31 -8,63 1.753

0 0,75% 9,70 7,53 2.258

1 1,39% 15,14 15,08 1.737

2 0,63% 5,52 5,14 1.203

3 0,65% 5,98 4,49 1.188

4 0,53% 4,77 4,15 1.189

5 0,32% 2,76 1,63 1.250

6 0,38% 4,02 4,21 1.741

7 0,32% 3,78 2,91 2.059

8 0,08% 0,90 1,34 1.644

9 0,27% 2,32 1,78 1.171

10 0,52% 4,67 3,38 1.136

Los resultados para ambos países vienen corroborados por el análisis de los retornos anor-males acumulados y los retornos anoranor-males estandarizados (CARs y SCARs, respectiva-mente) recogidos en la Tabla 7, la cual ofrece los test de signifi cación para de las submues-tras de compras y ventas, separadamente. En el Panel A de la Tabla 7 recogemos los CARs y SCARs para las operaciones de compra en ambos países. Para el caso español, los valores de Z ofrecen retornos anormales a un nivel de signifi cación del 1% para los intervalos (1,+1) y (1;0). Para el Reino Unido se detectan retornos anormales a un nivel de signifi -cación del 1% con ambos estadísticos prácticamente en todos los intervalos considerados, corroborando el elevado contenido informativo de las operaciones de compra por insiders refl ejado en la literatura anterior.

TABLA 7

TESTDESIGNIFICACIÓNDELOSRETORNOSANORMALESMEDIOSACUMULADOSPORTIPODEOPERACIÓN PARADISTINTOSINTERVALOSDEINTERÉS

La presente tabla muestra los valores del estadístico t_CAR ajustado utilizado para contrastar si los retornos anor-males medios acumulados (CAR) son signifi cativamente distintos de cero en ciertos intervalos de interés para dos subgrupos establecidos en función del tipo o signo de la operación: compras y ventas para los dos países consi-derados: España y Reino Unido. Así mismo se ofrece el dato del estadístico Z ajustado de Dodd y Warner (1983) para la contrastación de los retornos anormales medios acumulados estandarizados (SCAR). El Panel A recoge los resultados del contraste para las operaciones de compra en ambos países y el Panel B recoge los contrastes para las operaciones de venta en dichos países.

PANEL A: COMPRAS

INTERVALO España Reino Unido

t_CAR Z t_CAR Z

(-1, +1) 3,49 2,33 14,93 12,06

(-10, 0 ) 0,32 0,33 -4,16 -14,30

( 0,+10) -0,99 -0,91 22,81 23,46

( -1, 0 ) 4,93 4,05 5,95 1,72

( 0, +1) 1,36 1,24 20,25 19,46

( -5, +5 ) 0,72 -0,01 12,58 7,13

(-10,+10) -1,22 -1,24 10,66 4,43

PANEL B: VENTAS

INTERVALO España Reino Unido

t_CAR Z t_CAR Z

(-1, +1) -1,04 -1,68 0,63 -0,67

(-10, 0) 0,91 -0,02 3,67 3,86

( 0, +10) -1,59 -2,35 -5,24 -5,09

(-1, 0) 0,21 -0,69 2,01 1,23

(0, +1) -1,58 -2,03 -0,74 -2,26

(-5, +5) -0,91 -2,07 -1,11 -1,21

(-10, +10) -0,46 -1,29 -1,31 -1,09

TABLA 8

MERCADOESPAÑOL. RETORNOSANORMALESYRETORNOSANORMALESESTANDARIZADOS YTESTDESIGNIFICACIÓNPARALASOPERACIONESDEVENTA

El Panel A recoge los resultados del contraste de la hipótesis de retornos anormales de las operaciones de venta distintos de cero en los distintos días del evento seleccionados para el mercado español. La primera columna de cada panel recoge los distintos días del periodo del evento, la segunda columna los retornos anormales medios cal-culados a partir del modelo de mercado ajustado por un ARCH(1); en la tercera columna se ofrece el t_ajustado o test de la cartera ajustado, la cuarta columna corresponde al W-test de Dodd y Warner (1983) ajustado. NT representa el número de observaciones para cada día de la muestra.

DÍA MAR T W NT

-10 0,32% 1,25 1,63 65

-9 0,04% 0,16 -0,12 77

DÍA MAR T W NT

-8 0,14% 0,60 1,11 101

-7 0,33% 1,67 1,01 124

-6 -0,16% -0,74 -1,28 92

-5 -0,03% -0,12 -0,78 71

-4 0,16% 0,56 0,82 68

-3 0,09% 0,36 0,77 63

-2 0,43% 1,84 0,83 72

-1 0,01% 0,03 -0,06 100

0 -0,05% -0,25 -0,11 126

1 -0,37% -1,69 -0,08 97

2 -0,05% -0,17 0,31 72

3 0,30% 0,94 -0,22 67

4 -0,27% -1,01 -0,53 63

5 -0,30% -1,12 0,14 70

6 -0,26% -1,10 -1,77 102

7 -0,07% -0,30 0,25 119

8 0,36% 1,42 1,87 95

9 -0,08% -0,26 0,63 71

10 0,02% 0,07 0,05 66

TABLA 9

MERCADOBRITÁNICO. RETORNOSANORMALESYRETORNOSANORMALESESTANDARIZADOS YTESTDESIGNIFICACIÓNPARALASOPERACIONESDEVENTA

La Tabla 9 recoge los resultados del contraste de la Hipótesis de retornos anormales de las operaciones de venta distintos de cero en los distintos días del evento seleccionados para el mercado español. La primera columna de cada panel recoge los distintos días del periodo del evento, la segunda columna los retornos anormales medios cal-culados a partir del modelo de mercado ajustado por un ARCH(1); en la tercera columna se ofrece el t_ajustado o test de la cartera ajustado, la cuarta columna corresponde al W-test de Dodd y Warner (1983) ajustado. NT representa el número de observaciones para cada día de la muestra.

DIA MAR t_Ajustado W_ajustado NT

-10 0,34% 1,97 1,19 359

-9 0,04% 0,20 1,46 386

(Continúa pág. sig.)

TABLA 8 (cont.)

MERCADOESPAÑOL. RETORNOSANORMALESYRETORNOSANORMALESESTANDARIZADOS YTESTDESIGNIFICACIÓNPARALASOPERACIONESDEVENTA

El Panel A recoge los resultados del contraste de la hipótesis de retornos anormales de las operaciones de venta distintos de cero en los distintos días del evento seleccionados para el mercado español. La primera columna de cada panel recoge los distintos días del periodo del evento, la segunda columna los retornos anormales medios cal-culados a partir del modelo de mercado ajustado por un ARCH(1); en la tercera columna se ofrece el t_ajustado o test de la cartera ajustado, la cuarta columna corresponde al W-test de Dodd y Warner (1983) ajustado. NT representa el número de observaciones para cada día de la muestra.

DIA MAR t_Ajustado W_ajustado NT

-8 0,19% 1,29 2,80 531

-7 0,02% 0,11 0,82 629

-6 0,17% 1,06 0,57 475

-5 0,25% 1,41 0,31 356

-4 -0,02% -0,11 0,43 344

-3 0,45% 2,34 3,72 370

-2 -0,15% -0,85 -0,67 398

-1 0,30% 2,08 2,24 537

0 0,14% 1,15 -0,08 684

1 -0,14% -0,94 -3,61 501

2 0,31% 1,79 -0,71 352

3 -0,34% -2,00 -2,54 355

4 -0,44% -2,36 -1,03 364

5 -0,64% -3,78 -1,37 385

6 -0,42% -3,02 -2,22 532

7 -0,10% -0,78 -2,10 618

8 -0,20% -1,36 -1,04 485

9 -0,28% -1,65 -0,86 347

10 -0,20% -1,23 -0,42 352

En cuanto a las operaciones de venta, las Tablas 8 y 9 recogen los retornos anormales aso-ciados a las ventas para cada día del evento para ambos mercados. La Tabla 8 recoge los datos para el caso español. Ninguno de los estadísticos de contraste detectan rentabilida-des signifi cativas para las operaciones de venta. Sin embargo, los estadísticos de contraste para los datos acumulados (recogidos en el Panel B de la Tabla 7 anterior) sí detectan rentabilidades anormales a favor de los insiders (negativas debido al efecto de negociación contraria) en los periodos (0, +1), y en el conjunto del periodo post-evento (0, +10), por lo que la conclusión fi nal es que las operaciones de venta sí parecen ofrecer rentabilidades anormales si se agregan varios días.

La Tabla 9 ofrece a su vez los resultados para el Reino Unido, donde el W_ajustado identifi -ca retornos anormales negativos a un nivel de signifi -cación del 1% para el día +1, y ambos

TABLA 9 (cont.)

MERCADOBRITÁNICO. RETORNOSANORMALESYRETORNOSANORMALESESTANDARIZADOS YTESTDESIGNIFICACIÓNPARALASOPERACIONESDEVENTA

La Tabla 9 recoge los resultados del contraste de la Hipótesis de retornos anormales de las operaciones de venta distintos de cero en los distintos días del evento seleccionados para el mercado español. La primera columna de cada panel recoge los distintos días del periodo del evento, la segunda columna los retornos anormales medios cal-culados a partir del modelo de mercado ajustado por un ARCH(1); en la tercera columna se ofrece el t_ajustado o test de la cartera ajustado, la cuarta columna corresponde al W-test de Dodd y Warner (1983) ajustado. NT representa el número de observaciones para cada día de la muestra.

estadísticos detectan retornos positivos también para el día +3 y algunos días posteriores. De la misma forma, siguiendo una vez más el patrón de comportamiento de la muestra glo-bal y de las operaciones de compra en Reino Unido, se observan rentabilidades anormales de signo contrario en el periodo pre-evento con ambos estadísticos (día -3 en este caso). Los datos son corroborados claramente por los CARs y SCARs (Panel B de la Tabla 7), pues el análisis de los datos acumulados arrojan de nuevo evidencia en apoyo de la rentabilidad anormal y el contenido informativo de las operaciones de venta en Reino Unido, pues son signifi cativos para los intervalos (0,+1) y (0,+10).

Por tanto la rentabilidad anormal asociada a las ventas no se pone claramente de mani-fi esto al analizar los ARs en los días individuales pero sí al analizar los datos acumulados por intervalos. Así, tanto para Reino Unido como para España, los CARs son signifi cativos con ambos tests para el intervalo (0,+1) y (0, +10). Estos resultados demuestran, por con-siguiente, que tanto las operaciones de venta como las de compras generan rentabilidades anormales a los directivos y que por tanto ambas pueden venir motivadas por la posesión de información privada, si bien también ponen de manifi esto la mayor rentabilidad de las operaciones de compra frente a las de venta en ambos países.

Esto debía pues traducirse en un mayor contenido informativo de las compras, corrobo-rando la hipótesis de que hay menos razones informativas en las ventas debido a que éstas pueden ser realizadas por otros motivos distintos, como puede ser liquidez, fi scalidad o diversifi cación del riesgo de la cartera del insider. De hecho resultados en esta línea se en-cuentran en trabajos previos como Jaffe (1974), Seyhun (1988), Seyhun (1992), Pope et al. (1990), Madura y Wiant (1995), Lakonishok y Lee (2001), Friederich, Gregory, Matatko y Tonks (2002), Fidrrmuc, Goergen, y Rennebooog (2006) y Hillier y Marshall (2002) (4)_.

4. ANALISIS DE RESULTADOS Y CONCLUSIONES

El estudio de las rentabilidades de las operaciones de los insiders corporativos es un te-ma vigente de investigación por sus importantes implicaciones tanto científi cas (sobre la efi ciencia del mercado) como políticas (efectividad de la regulación del insider trading). El presente trabajo analiza de forma simultánea, por primera vez en la literatura fi nan-ciera, el comportamiento de los insiders en dos mercados de valores diferentes como son España y Reino Unido. Estos dos mercados han sido seleccionados por las diferencias existentes entre los marcos legales de uno y otro, lo cual puede tener importantes conse-cuencias sobre el grado de efi ciencia de los mercados. De esta forma se da el primer paso hacia un estudio del efecto de los factores institucionales sobre el grado de efi ciencia de nuestros mercados.

(4) No obstante, los resultados para el caso español contradicen los obtenidos por Del Brio, Miguel y Perote (2002) en el que se concluía para el periodo 1992-1996 que sólo las ventas tenían contenido informativo. En el presente trabajo se concluye, sin embargo, que ambas tienen contenido informativo pero algo mayor para el caso de las compras. Una posible explicación a este cambio de patrón puede residir en el claro movimiento bajista experimentado por la bolsa española en el periodo 1999-2003, lo que podría provocar un fenómeno de alisamiento de los benefi cios de los insiders.

Como rasgo básico diferenciador de los dos marcos normativos, destaca la aplicación en el Reino Unido de los denominados close periods o periodos de censura en los que los directi-vos tienen la prohibición de invertir en acciones propias. Estos periodos de censura se fi jan en torno a la publicación y llegada al mercado de información relevante para la empresa como es la cifra de resultados anuales, semestrales y trimestrales. Como segunda carac-terística, destaca la diferencia de ambos mercados en relación con el cumplimiento, por parte de los insiders, de los plazos legales establecidos para comunicar sus operaciones con acciones propias en mercado abierto.

Empleando la metodología de eventos, analizamos de forma simultánea las operaciones de inversión individual de directivos empresariales en ambos mercados y analizamos sus rentabilidades en el corto plazo. En este trabajo evidenciamos empíricamente que los

in-siders corporativos tanto de España como de Reino Unido tienen la capacidad de predecir

de manera más acertada que el resto de participantes del mercado el desempeño futuro de los valores de su empresa. Esto parece evidenciar su acceso y explotación de informa-ción privilegiada y la obteninforma-ción de rentabilidades anormales en virtud de esta ventaja, lo que nos permiten manifestarnos en contra de la hipótesis de efi ciencia del mercado en su forma fuerte.

No obstante, nuestro objetivo fundamental ha consistido en valorar la efi cacia de los dos modelos de regulación de insider trading partiendo del contraste de la forma fuerte de efi ciencia en ambos escenarios reguladores. Más concretamente, el objetivo es conocer la efi cacia de los denominados close periods establecidos en la regulación británica. En este sentido, nuestros resultados no son totalmente concluyentes, ya que ambos sistemas, al margen de su nivel de coerción, permiten que los directivos accedan a rentabilidades superiores, por lo que ninguno parece estar funcionando con la efi cacia esperada. De hecho, dado que para ambos mercados se obtiene evidencia contraria a la forma fuerte, podemos concluir que a pesar de las restricciones al insider trading, los directivos empre-sariales parecen benefi ciarse con el uso de información privada. Y esto tanto en España (donde la vigilancia de la aplicación de la regulación parece ser más laxa) como en el Reino Unido.

No obstante, el peculiar comportamiento del mercado británico, que ofrece rentabilida-des anormales positivas a lo largo de todo el periodo post-evento, parece interpretarse como el refl ejo de que los inversores reaccionan ante la noticia de que los insiders han negociado con acciones propias gracias a que los directivos comunican puntualmente sus operaciones y la información llega al mercado cuando aún tiene valor, cosa que no ocurre en el mercado español. Esto implicaría así mismo la llegada de la información privada al mercado gracias a la señal enviada por estas operaciones, ya fuera con objetivos o no de señalización, por parte del insider.

Esta situación puede ser interpretada por algunos investigadores como evidencia de que el

insider trading permite que los precios refl ejen toda la información de forma rápida. Esto

nos llevaría a apoyar la Tesis de Manne (1966, 2005) sobre la mayor rapidez en la incorpo-ración de la información a los precios a través de las operaciones de insiders. Sin embargo, en nuestra opinión, los directivos deben comunicar la información privada directamente al

mercado en vez de comunicarla a través de sus propias participaciones signifi cativas. En todo caso, dado que en ambos mercados los directivos siguen siendo capaces de superar la rentabilidad del inversor medio, entendemos que el insider trading debe ser regulado y las medidas de control de las operaciones y de aumento de la transparencia deben ser bienvenidas ya que aún son insufi cientes.

Por tanto, como conclusión última creemos importante apoyar la tendencia observada tanto en la nueva normativa bursátil como en los códigos de autorregulación de algunas empresas españolas de aumentar la vigilancia sobre las operaciones de los directivos em-presariales bajo la creencia de que es un elemento básico dentro de los códigos éticos y los códigos de buen gobierno de cualquier empresa o mercado fi nanciero.

Pero sobre todo queremos hacer hincapié en el hecho de que los resultados de este estu-dio parecen indicar que no es la existencia de una regulación más estricta sino el mayor grado de coerción de la Ley lo que afecta al grado de efi ciencia de los mercados de valores. Una refl exión que debe venir acompañada de un análisis más amplio sobre el papel de supervisión y control de los órganos reguladores en la actual situación de crisis fi nanciera internacional.

Como cierre de este trabajo nos gustaría apuntar algunas líneas de investigación futuras entre las que cabe destacar el análisis de un mayor número de países representantes de otros ámbitos reguladores, así como el estudio del comportamiento del insider trading, relacionándolo específi camente con el momentum y otras formas de infra y sobre-reacción ante la información fi nanciera.

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Discusión

sobre

Efectos de la regulación bursátil

sobre la efi ciencia

de los Mercados de Valores. Comparación

entre España y Reino Unido

Eleuterio Vallelado.

1. INTRODUCCIÓN

El trabajo analiza la efi ciencia fuerte de los mercados español y británico a partir de los da-tos de las operaciones de compra y de venta, efectuadas por los directivos y otros agentes económicos con capacidad de control (insiders) de empresas cotizadas, sobre acciones de sus propias empresas. Se comparan los casos de España y Gran Bretaña en busca de dife-rencias que pudieran venir explicadas por cuestiones regulatorias. En particular, se trata de investigar sobre la peculiaridad existente en el mercado británico con el Model Code o sistema de supervisión y control de las operaciones de insider trading dentro del merca-do bursátil británico. Debe tenerse en cuenta que Reino Unimerca-do es un país miembro de la Unión Europea y por tanto sometido a la Directiva 6 de 2003 sobre las operaciones con información privilegiada y la manipulación del mercado al igual que España. Sin embargo, a pesar de compartir legislación en común la normativa impuesta a los participantes en el mercado británico es más restrictiva que la exigida por la Unión Europea y que la existente en España. Se trata, por tanto, de una comparación entre dos sistemas de vigilancia de las operaciones de insider trading dentro de un mismo espacio económico. La pregunta objeto de investigación es si las diferencias en el tratamiento del insider trading pueden ser relevantes a la hora de explicar la efi ciencia informativa de los mercados fi nancieros. Esta pregunta se responde para el caso de España y Reino Unido pero se puede extender al resto de países europeos. En defi nitiva, las conclusiones del presente trabajo pueden ser de interés para identifi car si debe existir una regulación común del insider trading dentro de la Unión Europea. Los resultados indican que el Model Code no hace más efi ciente al mercado británico por lo que la eliminación del Model Code favorecería una mayor es-tandarización con los usos del resto de países de la Unión Europea. Tal eliminación, así mismo, evitaría posibles situaciones de arbitraje regulatorio.

En mi opinión tanto el tema como su tratamiento teórico y empírico son de relevancia y aportan una visión necesaria sobre si son posibles o no las diferencias regulatorias en un espacio económico común y si tales diferencias se traducen en comportamientos diferen-ciados en los mercados fi nancieros. Por tanto, como bien indican los autores, este traba-jo arroja luz adicional tanto sobre la efi ciencia informativa de los mercados fi nancieros

como sobre las necesidades de armonización que debe acometer la Unión Europea para alcanzar una integración económica plena. La regulación, y en particular, el arbitraje re-gulatorio son de especial relevancia en la Unión Europea donde a pesar de contar con un mercado único y una moneda común siguen existiendo resistencias a un mayor grado de integración. Tales resistencias generan inefi ciencias que en el caso de la inversión fi nan-ciera dan lugar a oportunidades para la obtención de rentabilidades anormales al apro-vechar tales inefi ciencias. En el caso que nos ocupa la pregunta que uno puede hacerse es ¿Si estamos ante una empresa cuyas acciones cotizan tanto en el mercado británico como en el mercado español dónde le resulta más interesante a un directivo de esta empresa realizar sus operaciones con acciones propias? En defi nitiva no sólo los inversores de la Unión Europea pueden elegir el mercado en el que desean realizar sus transacciones sino que los directivos también pueden elegir el mercado que más les interesa con el fi n de acogerse a la regulación que más les favorece. Sólo la existencia de un marco regulatorio común para un mercado y un espacio económico común eliminan el arbitraje regulatorio dentro de la Unión Europea.

Argumentan los autores que el Model Code introduce tres tipos de diferencias en el tra-tamiento del problema del insider trading en Reino Unido con respecto a España: 1. En Reino Unido se fi jan periodos en los cuales los que disponen de información privada no pueden utilizarla para negociar con acciones de su propia empresa mientras en España no existen tales restricciones, esto favorece un ajuste más rápido de los precios en España ya que en Reino Unido la información privada no podrá llegar al mercado mientras los

insiders tengan prohibido operar con sus propias acciones; 2. El plazo para informar a

los mercados sobre la realización de operaciones con acciones de su propia empresa es inferior en Reino Unido que en España lo que debería redundar en una mayor rapidez de reacción en el mercado británico ante la información privada contenida en las operaciones de los insiders, y 3. El plazo medio de incumplimiento de la obligación de comunicar la información al mercado sobre las operaciones realizadas es muy superior en España que en Reino Unido, por tanto la capacidad coercitiva de la norma es mayor en Reino Unido lo que debiera favorecer un ajuste de los precios más rápido en Reino Unido. Por tanto, la conclusión es que las diferencias de regulación y supervisión del insider trading entre el Reino Unido y España provocadas por el Model Code no afectan siempre a la efi ciencia del mercado en el mismo sentido, lo que explica y justifi ca un análisis empírico del problema para dilucidar qué efecto es el que se impone.

Los principales resultados del trabajo vienen a confi rmar la existencia de rentabilidades anormales alrededor de la fecha en la que se producen las operaciones que realizan los

insiders con las acciones de su propia empresa tanto en España como en Reino Unido.

Además, indican los autores que los outsiders reaccionan provocando mayores rentabili-dades anormales en Reino Unido que en España ante las operaciones de los insiders una vez anunciado el evento. Se justifi ca la diferencia de resultados de los insiders entre los dos países porque en Reino Unido el plazo de comunicación de la operación es más corto y su cumplimiento más estricto. Por último se indica que la reacción del mercado ante las operaciones de los insiders es asimétrica. Hay una mayor reacción ante las compras de los

Las diferencias regulatorias no impiden que los que disponen de información privada pue-den obtener rentabilidades anormales. Sin embargo sí que se producen diferencias signi-fi cativas tanto en el tamaño de las rentabilidades anormales, mayores en el caso de Reino Unido, como en el plazo durante el cual es posible obtener esas rentabilidades anormales, también mayor en Reino Unido que en España. Por tanto, el Model Code de tener algún efecto sobre la efi ciencia del mercado fi nanciero británico sería la de permitir obtener rentabilidades anormales más altas y durante más tiempo a los poseedores de información privada con respecto a lo que se observa en el mercado español. Además, a corto plazo, el ajuste del mercado ante la información privada que aportan los insiders al realizar ope-raciones sobre las acciones de sus empresas es más lento en Reino Unido. En defi nitiva, el Model Code británico no parece redundar, a la luz de los resultados de este trabajo, en una mayor efi ciencia informativa del mercado británico cuando se le compara con lo que sucede en el mercado español.

COMENTARIOS SOBRE LA MUESTRA Y LA METODOLOGÍA

Es evidente que hubiera sido más completo realizar una comparación con algún país más de la Unión Europea pero no es menos cierto que los trabajos empíricos se topan, a menu-do, con la difi cultad, a veces insalvable, de la ausencia de datos. En este caso el esfuerzo debe ser positivamente considerado y no cabe otra cosa que animar a sus autores a reali-zar futuros trabajos que complementen el actual con datos referentes a otros países de la Unión Europea.

Otro elemento que es difícil en un trabajo con los objetivos de éste es el periodo de análisis, sobre todo cuando estamos ante un trabajo que considera el marco regulatorio de dos paí-ses. Las legislaciones de cada país están en continuo cambio y además a ritmos diferentes por lo que es muy difícil buscar un equilibrio entre disponer de un periodo amplio y que en tal periodo haya estabilidad legislativa en ambos países. Deben, por tanto, tomarse algu-nas acciones que amortigüen las posibles críticas al estudio por utilizar el mismo periodo temporal en ambos países dado que puede enmascarar diferencias regulatorias y de ciclo bursátil entre España y Reino Unido con la consiguiente repercusión sobre los resultados. Tal vez algún análisis adicional de robustez sobre estas cuestiones contribuiría a despe-jar las dudas que surgen. Así, por ejemplo, los propios autores reconocen que la última modifi cación en la regulación británica es del año 2000 mientras que en el caso español se han producido los últimos cambios legales durante el año 2007. Son, entre otras, estas diferencias en el ritmo reformador las que deben tratarse adecuadamente para que no sesguen los resultados.

Ya se ha comentado que la elección del periodo de análisis es difícil pero no por ello deben dejar de extremarse las precauciones. Así es cierto que los autores tratan de seleccionar aquel periodo con el menor impacto posible de los cambios regulatorios. Sin embargo, puede resultar interesante comparar los resultados obtenidos utilizando rentabilidades diarias para estimar las betas, con los que se obtendrían utilizando renta-bilidades mensuales durante periodos más largos. Estos cálculos adicionales permitirían dotar de mayor robustez a los resultados obtenidos. En particular al estimar las betas del periodo pre evento, con las cuales se calculan después las rentabilidades anormales,